黨素珍, 蔣曉輝, 董國(guó)濤, 程春曉, 白 樂

(1.黃河水利委員會(huì) 黃河水利科學(xué)研究院, 鄭州 450003; 2.黃河水利科學(xué)研究院水利部 黃土高原水土流失過(guò)程與控制重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室, 鄭州 450003)

?

涇河上游流域?qū)嶋H蒸散發(fā)變化趨勢(shì)及成因分析

黨素珍1,2, 蔣曉輝1,2, 董國(guó)濤1,2, 程春曉1,2, 白 樂1,2

(1.黃河水利委員會(huì) 黃河水利科學(xué)研究院, 鄭州 450003; 2.黃河水利科學(xué)研究院水利部 黃土高原水土流失過(guò)程與控制重點(diǎn)實(shí)驗(yàn)室, 鄭州 450003)

利用涇河上游流域1973—2012年的徑流和蒸發(fā)皿觀測(cè)資料，驗(yàn)證了該區(qū)域蒸散發(fā)量存在互補(bǔ)關(guān)系；在此基礎(chǔ)上，利用區(qū)域內(nèi)1966—2012年的氣象資料，采用蒸散發(fā)互補(bǔ)關(guān)系模型估算區(qū)域?qū)嶋H蒸散發(fā)量，并進(jìn)一步分析實(shí)際蒸散發(fā)的變化趨勢(shì)及成因。結(jié)果表明，涇河上游流域蒸散發(fā)互補(bǔ)關(guān)系顯著，平流—干旱模型計(jì)算該區(qū)域1966—2012年多年平均實(shí)際蒸散發(fā)量為529.4 mm，總體呈減少趨勢(shì)，變化率為-4.64 mm/(10 a)。季節(jié)變化上，春、夏、秋季的實(shí)際蒸散發(fā)量均呈下降趨勢(shì)，其中夏季實(shí)際蒸散發(fā)量下降趨勢(shì)顯著，冬季蒸散發(fā)略有上升。通過(guò)分析實(shí)際蒸散發(fā)與氣象因子的相關(guān)關(guān)系以及各氣象因子變化趨勢(shì)可知，研究區(qū)實(shí)際蒸散發(fā)的變化與降水、相對(duì)濕度和日照時(shí)數(shù)呈正相關(guān)關(guān)系，而與風(fēng)速的變化呈負(fù)相關(guān)，該區(qū)域年實(shí)際蒸散發(fā)減少的主要原因可能是由于日照時(shí)數(shù)減少導(dǎo)致太陽(yáng)輻射能量下降及降水量減少使可供蒸發(fā)的水量減少。

實(shí)際蒸散發(fā); 蒸散發(fā)互補(bǔ)關(guān)系; 平流—干旱模型(AA模型); 涇河流域

流域蒸散發(fā)是指一個(gè)區(qū)域內(nèi)各種下墊面條件下的總蒸發(fā)，包括植被蒸騰和土壤蒸發(fā)，是地表水量平衡和熱量平衡的組成部分。實(shí)際蒸散發(fā)是水文循環(huán)過(guò)程的直接參與變量，也是水文循環(huán)中最復(fù)雜的環(huán)節(jié)，因而備受關(guān)注[1-2]。在全球氣候變化的大背景下，準(zhǔn)確估算蒸散發(fā)量及其變化趨勢(shì)對(duì)于深入理解流域水文循環(huán)規(guī)律及科學(xué)規(guī)劃和管理流域水資源具有重要意義。

在區(qū)域尺度上，很難通過(guò)儀器測(cè)定足夠數(shù)量的、可靠的實(shí)際蒸散發(fā)數(shù)據(jù)，因此往往采用模型計(jì)算的方式獲取區(qū)域?qū)嶋H蒸散發(fā)量。1963年，Bouchet提出蒸散發(fā)互補(bǔ)關(guān)系原理，開辟了實(shí)際蒸散發(fā)估算的新途徑。隨后許多學(xué)者基于該原理建立了實(shí)際蒸散發(fā)計(jì)算模型，主要有：AA(the Advection-Aridity model)模型[3]、CRAE(the Complementary Relationship Areal Evapotranspirationmodel)模型[4]、GG(Granger and Gray)模型[5-6]。該類模型估算實(shí)際蒸散發(fā)時(shí)只需常規(guī)的氣象觀測(cè)資料，避開了土壤—植被—大氣系統(tǒng)的復(fù)雜性，便于大范圍推廣。近些年來(lái),該類模型被廣泛用于估算實(shí)際蒸散發(fā)量，例如在計(jì)算黃河流域、長(zhǎng)江流域、海河流域、漢江流域、第二松花江流域及中國(guó)西北地區(qū)的實(shí)際蒸散發(fā)量時(shí)，均取得了良好的效果[7-13]。其中，劉紹民等利用黃河流域1981—2000年的氣象、水文資料，結(jié)合衛(wèi)星遙感信息和數(shù)字高程模型，檢驗(yàn)了AA，CARE，Granger等互補(bǔ)相關(guān)模型在不同時(shí)間尺度、不同氣候類型區(qū)域的計(jì)算精度，結(jié)果表明AA模型估算的月蒸散量比較合理，計(jì)算結(jié)果比較理想[7]。曾燕等將凈輻射、氣溫、水汽壓等系列要素分布式模擬與AA模型耦合，實(shí)現(xiàn)了黃河流域蒸散發(fā)量的分布式模擬，與基于水量平衡的黃河流域多年平均蒸散量空間分布吻合很好[13]。

本文以涇河上游流域?yàn)檠芯繀^(qū)，首先驗(yàn)證蒸散發(fā)互補(bǔ)關(guān)系在該區(qū)的適用性，進(jìn)而采用蒸散發(fā)互補(bǔ)相關(guān)關(guān)系模型計(jì)算1966—2012年的實(shí)際蒸散發(fā)量，并進(jìn)一步分析了該區(qū)域?qū)嶋H蒸散發(fā)量的變化趨勢(shì)及其影響因素。

1　研究區(qū)和數(shù)據(jù)介紹

1.1研究區(qū)概況

涇河是黃河流域十大水系之一，發(fā)源于六盤山東麓，流經(jīng)寧夏、甘肅、陜西三省(區(qū))，注入渭河。涇河上游流域(涇川水文站以上流域)位于涇河流域西南部(106°11′—107°21′E，35°15′—35°45′N)，面積3 164 km2，處于土石山區(qū)向黃土高原的過(guò)渡地帶，地勢(shì)西高東低，以西部六盤山山脈為最高，最高海拔2 922 m，最低海拔1 026 m。該區(qū)屬于半濕潤(rùn)過(guò)渡帶，具有黃土高原暖溫帶氣候和山地氣候特征。根據(jù)區(qū)域內(nèi)氣象站點(diǎn)的多年觀測(cè)資料，涇河上游流域多年平均氣溫為8.9℃，年降水量為355～845 mm，多年平均年降水量586 mm，其中汛期(6—9月)平均降雨量為409 mm，占年降水量的53%～85%。降水量的年際變化顯著，夏秋季節(jié)出現(xiàn)大強(qiáng)度暴雨的頻率也較高。

1.2數(shù)據(jù)來(lái)源

本研究中所采用的數(shù)據(jù)包括研究區(qū)1973—2012年逐月面降水量、涇川水文站1973—2012年的月徑流量和平?jīng)鰵庀笳?966—2012年的常規(guī)觀測(cè)資料。其中研究區(qū)的面降水量是基于區(qū)域內(nèi)34個(gè)雨量站的月降水?dāng)?shù)據(jù)在ArcGIS軟件中采用泰森多邊形法計(jì)算得到，數(shù)據(jù)由黃河水利委員會(huì)水文局提供。氣象站的常規(guī)觀測(cè)數(shù)據(jù)包括月降水量、月平均氣溫、月平均最高氣溫、月平均最低氣溫、月日照時(shí)數(shù)、10 m處風(fēng)速和相對(duì)濕度，數(shù)據(jù)來(lái)自中國(guó)氣象局氣象中心。

2　研究方法

2.1蒸散發(fā)互補(bǔ)關(guān)系原理

Bouchet提出的陸面實(shí)際蒸散發(fā)與可能蒸散發(fā)之間的互補(bǔ)相關(guān)原理認(rèn)為在能量供給恒定的情況下[14]，區(qū)域?qū)嶋H蒸散發(fā)與潛在蒸散發(fā)(即蒸散發(fā)能力)之間存在互補(bǔ)關(guān)系，即實(shí)際蒸散發(fā)量減小或增加的速率等于相應(yīng)的潛在蒸散發(fā)增加或減小的速率，公式表示為：

ETa+ETP=0

(1)

式中：ETa——區(qū)域?qū)嶋H蒸散發(fā)量；ETp——潛在蒸散發(fā)。

對(duì)上式(1)進(jìn)行積分可得

ETa+ETP=C

(2)

式中：C——積分常數(shù)，由邊界條件進(jìn)行確定。

定義“濕潤(rùn)環(huán)境”區(qū)域蒸散發(fā)(ETw)為潛在蒸散發(fā)與區(qū)域?qū)嶋H蒸散發(fā)相等時(shí)的蒸散發(fā)量，則式(2)中的積分常數(shù)項(xiàng)C等于2倍的“濕潤(rùn)環(huán)境”區(qū)域蒸散發(fā)量，即

ETa+ETP=2ETw

(3)

式中：ETw——“濕潤(rùn)環(huán)境”區(qū)域蒸散發(fā)量。由式(3)可知，對(duì)于完全干燥的環(huán)境，下墊面無(wú)水分供給，此時(shí)，ETa=0，ETP=2ETw。

2.2AA模型

Brutsaert等依據(jù)Bouchet的互補(bǔ)相關(guān)原理，采用Penman公式計(jì)算潛在蒸散發(fā)量(ETP)，選取Priestley-Taylor公式計(jì)算“濕潤(rùn)環(huán)境”區(qū)域蒸散發(fā)量(ETw)，進(jìn)而提出計(jì)算實(shí)際蒸散發(fā)量的AA模型：

(4)

(5)

(6)

式中：Δ——溫度—飽和水汽壓曲線斜率(kPa/℃)；λ——熱通量(W/m2)；γ——溫度計(jì)常數(shù)(kPa/℃)；ea——空氣干燥力(mm/d)；Rn——地面凈輻射[MJ/(m2·d)]；α——經(jīng)驗(yàn)系數(shù)，反映無(wú)平流條件下陸面可利用能量轉(zhuǎn)化為潛熱通量的能力，α推薦取值為1.26[15]。

楊漢波等研究認(rèn)為參數(shù)隨著緯度增加而增大，隨著離海洋距離的增大而減小，根據(jù)研究區(qū)域的具體情況調(diào)整參數(shù)α以反映蒸散發(fā)互補(bǔ)關(guān)系的區(qū)域變異性[16]。

2.3Mann-Kendall檢驗(yàn)

Mann-Kendall是一種非參數(shù)檢驗(yàn)方法[17-18]，不受少數(shù)異常值的干擾，也無(wú)需樣本服從一定分布，適用于氣象、水文等非正態(tài)分布數(shù)據(jù)，且計(jì)算簡(jiǎn)便[19]。本研究實(shí)際蒸散發(fā)及氣象因子的變化趨勢(shì)采用該方法進(jìn)行檢驗(yàn)。

3　結(jié)果與分析

3.1蒸散互補(bǔ)關(guān)系的驗(yàn)證

首先對(duì)研究區(qū)實(shí)際蒸散發(fā)與潛在蒸散發(fā)的關(guān)系進(jìn)行驗(yàn)證。本文根據(jù)研究區(qū)內(nèi)34個(gè)雨量站1973—2012年的降水量資料，采用泰森多邊形法求得區(qū)域面平均降水量，以平?jīng)稣镜恼舭l(fā)皿觀測(cè)資料代表流域年潛在蒸散發(fā)量，徑流采用涇川站的年徑流資料，并將年徑流量轉(zhuǎn)化為年徑流深，用流域年降水量與流域年徑流深之差代表流域年實(shí)際蒸散發(fā)量。流域的濕潤(rùn)情況采用流域年降水量作為代表，進(jìn)而得到研究區(qū)實(shí)際蒸散發(fā)量與潛在蒸散發(fā)量間的關(guān)系(圖1)。

由圖1可以看出，隨著下墊面供水條件(以降水量刻畫)的增加，研究區(qū)潛在蒸散發(fā)量呈現(xiàn)明顯的下降趨勢(shì)(顯著性水平為0.01)，而實(shí)際蒸散發(fā)呈現(xiàn)明顯的上升趨勢(shì)(顯著性水平0.001)，二者之間的互補(bǔ)關(guān)系良好，因而本研究采用基于互補(bǔ)相關(guān)理論的實(shí)際蒸散發(fā)量模型來(lái)計(jì)算涇河上游流域的實(shí)際蒸散發(fā)是可行的。

3.2實(shí)際蒸散發(fā)變化趨勢(shì)及成因分析

3.2.1年實(shí)際蒸散發(fā)變化趨勢(shì)與突變點(diǎn)分析許崇育等的研究認(rèn)為參數(shù)α與區(qū)域特征有關(guān)[20]采用AA模型計(jì)算涇河上游流域的實(shí)際蒸散發(fā)量時(shí)，可利用水量平衡原理對(duì)參數(shù)α進(jìn)行率定。根據(jù)涇川水文站的實(shí)測(cè)徑流資料和流域內(nèi)及周邊1973—2012年34個(gè)雨量站的月降水量，應(yīng)用水量平衡方程計(jì)算可得研究區(qū)多年平均實(shí)際蒸散發(fā)量為518.6mm。取水量平衡閉合誤差為0時(shí)參數(shù)α值為最優(yōu)值，進(jìn)而得到?jīng)艽ㄒ陨蠜芎恿饔駻A模型的參數(shù)α取值為0.96。1973—2012年，AA模型計(jì)算的多年平均實(shí)際蒸散發(fā)為526.4mm，以應(yīng)用水量平衡方法計(jì)算的該區(qū)域多年平均實(shí)際蒸散發(fā)量為基準(zhǔn)值，AA模型計(jì)算結(jié)果的相對(duì)誤差為1.5%，精度較高。因此認(rèn)為，經(jīng)過(guò)率定的AA模型可以用來(lái)計(jì)算研究區(qū)的實(shí)際蒸散發(fā)量。

圖1涇河上游流域?qū)嶋H蒸散發(fā)與潛在蒸散發(fā)互補(bǔ)關(guān)系

圖2給出了AA模型計(jì)算的研究區(qū)1966—2012年實(shí)際蒸散發(fā)量變化過(guò)程，實(shí)際蒸散發(fā)量在478.4～582.3mm，多年平均實(shí)際蒸散發(fā)量為529.4mm，最大值出現(xiàn)在1968年，最小值出現(xiàn)在1989年。由圖2可以看出，研究區(qū)年實(shí)際蒸散發(fā)呈下降的變化趨勢(shì)，變化幅度分別為-4.64mm/(10a)。這與劉紹民等(2004年)計(jì)算的1981—2000年黃河流域?qū)嶋H蒸散發(fā)總體呈下降趨勢(shì)相一致。Mann-Kendall趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果顯示年實(shí)際蒸散發(fā)的下降趨勢(shì)不顯著(表1)。圖3顯示了研究區(qū)實(shí)際蒸散發(fā)量的累積距平變化過(guò)程。通過(guò)對(duì)實(shí)際蒸散發(fā)量累積距平曲線斜率變化進(jìn)行分析，即可得知與多年平均實(shí)際蒸散發(fā)量相比，各階段實(shí)際蒸散發(fā)量的變化情況。通過(guò)圖3可以看出，1966—2012年研究區(qū)實(shí)際蒸散發(fā)量的變化分為4個(gè)階段，即1966—1978年，研究區(qū)實(shí)際蒸散發(fā)量累積距平曲線的斜率為正，這段時(shí)間的實(shí)際蒸散發(fā)量大于多年平均實(shí)際蒸散發(fā)量；1979—1992年，研究區(qū)實(shí)際蒸散發(fā)量累積距平曲線的斜率為負(fù)，此時(shí)段的實(shí)際蒸散發(fā)量小于多年平均實(shí)際蒸散發(fā)量；而1993—2006年，實(shí)際蒸散發(fā)量累積距平曲線的斜率為正，實(shí)際蒸散發(fā)量大于多年平均實(shí)際蒸散發(fā)量；2007—2012年研究區(qū)實(shí)際蒸散發(fā)量累積距平曲線的斜率為負(fù)，說(shuō)明2006年之后實(shí)際蒸散發(fā)量又小于多年平均實(shí)際蒸散發(fā)量。

3.2.2季節(jié)實(shí)際蒸散發(fā)變化趨勢(shì)率定后的AA模型計(jì)算的涇河上游流域多年平均實(shí)際蒸散發(fā)量為529.4mm，其中，夏季最高，為249.7mm；春季和秋季次之，分別為153.1mm和100.5mm；冬季最小，為26.1mm。

圖2研究區(qū)1966-2012年實(shí)際蒸散發(fā)量變化過(guò)程

圖3涇河上游流域1966-2012年實(shí)際蒸散發(fā)量距平累積過(guò)程

圖4給出了研究區(qū)1966—2012年季節(jié)實(shí)際蒸散發(fā)的變化過(guò)程?？梢钥闯?，涇河上游流域春季、夏季和秋季的實(shí)際蒸散發(fā)呈下降的變化趨勢(shì)，冬季呈上升趨勢(shì)，春夏秋冬各季的變化幅度分別為-0.97，-4.15，-0.16，0.6mm/(10a)。Mann-Kendall趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果顯示(表1)，夏季實(shí)際蒸散發(fā)量呈顯著的下降趨勢(shì)，且通過(guò)了0.01顯著性水平檢驗(yàn)，春季、秋季和冬季的實(shí)際蒸散發(fā)變化趨勢(shì)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。

圖4研究區(qū)1966-2012年季節(jié)實(shí)際蒸散發(fā)量變化過(guò)程

3.2.3實(shí)際蒸散發(fā)變化成因分析為探討區(qū)域?qū)嶋H蒸散發(fā)變化的成因，采用MK檢驗(yàn)法分析影響實(shí)際蒸散發(fā)的各氣象因子(包括降水量、最低氣溫、最高氣溫、相對(duì)濕度、風(fēng)速和日照時(shí)數(shù))的變化趨勢(shì)。表1給出了年及季節(jié)實(shí)際蒸散發(fā)和氣象因子的Mann-Kendall檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量Z值，結(jié)果表明：降水在冬季呈顯著的上升趨勢(shì)，在年及春夏秋季呈減少趨勢(shì)；最高氣溫和最低氣溫在年尺度和季節(jié)尺度上均呈顯著的上升趨勢(shì)；風(fēng)速在年尺度上和季節(jié)尺度均呈下降趨勢(shì)，且在年尺度上的下降趨勢(shì)通過(guò)了0.01顯著性檢驗(yàn)；除冬季外，相對(duì)濕度呈下降的變化趨勢(shì)，且在年尺度和春季的下降趨勢(shì)達(dá)到了0.05顯著性水平；日照時(shí)數(shù)在年尺度和夏季呈顯著的下降變化趨勢(shì)，分別通過(guò)了0.05，0.01置信水平的檢驗(yàn)。

表1 研究區(qū)年及季節(jié)潛在蒸散發(fā)與氣象因子Mann-Kendall檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量Z值

注：*通過(guò)了0.05的置信度檢驗(yàn)，**通過(guò)了0.01的置信度檢驗(yàn)，***通過(guò)了0.01的置信度檢驗(yàn)。

表2給出了研究區(qū)實(shí)際蒸散發(fā)與氣象因子的相關(guān)系數(shù)。從簡(jiǎn)單相關(guān)關(guān)系來(lái)看，涇河上游流域?qū)嶋H蒸散發(fā)減少主要是由與實(shí)際蒸散發(fā)呈正相關(guān)關(guān)系的要素的下降及呈負(fù)相關(guān)關(guān)系的要素的升高引起的。

由表2分析與年和季節(jié)實(shí)際蒸散發(fā)呈顯著相關(guān)的氣象因子可知，降水、相對(duì)濕度和日照時(shí)數(shù)對(duì)實(shí)際蒸散發(fā)的變化起正作用，風(fēng)速對(duì)實(shí)際蒸散發(fā)的變化產(chǎn)生負(fù)作用。根據(jù)實(shí)際蒸散發(fā)與各氣象因子的相關(guān)關(guān)系以及各氣象因子變化趨勢(shì)的分析，造成研究區(qū)實(shí)際蒸散發(fā)變化的原因歸結(jié)為：(1) 在年尺度上，實(shí)際蒸散發(fā)與日照時(shí)數(shù)、降水量和相對(duì)濕度呈顯著的正相關(guān)，且與日照時(shí)數(shù)的相關(guān)系數(shù)通過(guò)了0.05的置信度檢驗(yàn)。研究區(qū)1966—2012年實(shí)際蒸散發(fā)的降低主要是由日照時(shí)數(shù)減少導(dǎo)致太陽(yáng)輻射能量下降及降水量減少使可供蒸發(fā)的水量減少引起的。(2) 春季實(shí)際蒸散發(fā)的降低主要是由于春季降水和相對(duì)濕度的減少引起的。夏季日照時(shí)數(shù)顯著下降致使太陽(yáng)輻射能量下降，進(jìn)而導(dǎo)致夏季實(shí)際蒸散發(fā)量減少，而且補(bǔ)償了由于最高氣溫升高引起的實(shí)際蒸散發(fā)的增量，從而使得夏季實(shí)際蒸散發(fā)呈顯著下降趨勢(shì)。日照時(shí)數(shù)的下降導(dǎo)致太陽(yáng)輻射能量減少也可能是導(dǎo)致秋季實(shí)際蒸散發(fā)的減少的主要原因。冬季實(shí)際蒸散發(fā)的增加是由于冬季降水量和相對(duì)濕度的增加以及風(fēng)速的下降。

表2　研究區(qū)實(shí)際蒸散發(fā)與氣象因子的相關(guān)系數(shù)

注：*通過(guò)了0.1的置信度檢驗(yàn)，**通過(guò)了0.05的置信度檢驗(yàn)。

4　結(jié) 論

(1) 依據(jù)涇河上游流域的實(shí)測(cè)資料分析表明該區(qū)域存在蒸散發(fā)互補(bǔ)關(guān)系，進(jìn)而采用基于蒸散發(fā)互補(bǔ)關(guān)系的實(shí)際蒸散發(fā)計(jì)算模型得到?jīng)芎由嫌瘟饔蚨嗄昶骄鶎?shí)際蒸散發(fā)量為529.4 mm。

(2) 1966—2012年研究區(qū)年實(shí)際蒸散發(fā)呈下降趨勢(shì)；夏季蒸散發(fā)呈顯著下降趨勢(shì)，冬季蒸散發(fā)略有上升。

(3) 對(duì)實(shí)際蒸散發(fā)與氣象因子的相關(guān)關(guān)系以及各氣象因子變化趨勢(shì)進(jìn)行分析表明，降水、相對(duì)濕度和日照時(shí)數(shù)對(duì)實(shí)際蒸散發(fā)的變化起正作用，風(fēng)速對(duì)實(shí)際蒸散發(fā)的變化產(chǎn)生負(fù)作用。研究區(qū)年實(shí)際蒸散發(fā)的減少的主要原因可能是由于日照時(shí)數(shù)減少導(dǎo)致太陽(yáng)輻射能量下降及降水量減少使可供蒸發(fā)的水量減少。

[1]王軍,李和平,鹿海員,等.典型草原地區(qū)蒸散發(fā)研究與分析[J].水土保持研究,2013,20(2):69-72.

[2]溫魯哲,陳喜,王川子,等.基于蒸滲儀測(cè)量的水文要素影響因素分析[J].水土保持研究,2012,19(4):252-255.

[3]Brutsaert W, Stricker H. An advection-aridity approach to estimate actual regional evapotranspiration[J]. Water Resources Research, 1979,15(2):443-450.

[4]Morton F I. Operational estimates of areal evapotranspiration and their significance to the science and practice of hydrology[J]. Journal of Hydrology, 1983,66(1):1-76.

[5]Granger R J, Gray D M. Evaporation from natural nonsaturated surfaces[J]. Journal of Hydrology, 1989,111(1):21-29.

[6]Granger R J. A complementary relationship approach for evaporation from nonsaturated surfaces[J]. Journal of Hydrology, 1989,111(1):31-38.

[7]劉紹民,孫睿,孫中平,等.基于互補(bǔ)相關(guān)原理的區(qū)域蒸散量估算模型比較[J].地理學(xué)報(bào),2004,59(3):331-340.

[8]王艷君,姜彤,劉波.長(zhǎng)江流域?qū)嶋H蒸發(fā)量的變化趨勢(shì)[J].地理學(xué)報(bào),2010,65(9):1079-1088.

[9]Li X, Gemmer M, Zhai J, et al. Spatio-temporal variation of actual evapotranspiration in the Haihe River Basin of the past 50 years[J]. Quaternary International, 2013,304:133-141.

[10]翟祿新,馮起,李藝,等.基于CRAE模型的西北地區(qū)實(shí)際蒸散發(fā)量計(jì)算[J].灌溉排水學(xué)報(bào),2010(5):33-38.

[11]朱非林,王衛(wèi)光,孫一萌,等.漢江流域?qū)嶋H蒸散發(fā)的時(shí)空演變規(guī)律及成因分析[J].河海大學(xué)學(xué)報(bào):自然科學(xué)版,2013,41(4):300-306.

[12]謝今范,韋小麗,張晨琛,等.第二松花江流域?qū)嶋H蒸散發(fā)的時(shí)空變化特征和影響因素[J].生態(tài)學(xué)雜志,2013,32(12):3336-3343.

[13]曾燕,邱新法,劉昌明.黃河流域蒸散量分布式模擬[J].水科學(xué)進(jìn)展,2014,25(5):632-640.

[14]Bouchet R J. Evapotranspiration réelle et potentielle, signification climatique[J]. IAHS Publ., 1963,62:134-142.

[15]Priestley C H B, Taylor R J. On the assessment of surface heat flux and evaporation using large-scale parameters[J]. Monthly Weather Review, 1972,100(2):81-92.

[16]楊漢波,楊大文,雷志棟,等.蒸發(fā)互補(bǔ)關(guān)系的區(qū)域變異性[J].清華大學(xué)學(xué)報(bào):自然科學(xué)版,2008,48(9):33-36.

[17]Mann H B. Nonparametric tests against trend[J]. Econometrica: Journal of the Econometric Society, 1945,13:245-259.

[18]Kendall M. Rand correlation methods[M]. London:Charles Griffin,1975.

[19]韓雪云,楊青,姚俊強(qiáng).新疆天山山區(qū)近51年來(lái)降水變化特征[J].水土保持研究,2013,20(2):139-144.

[20]Xu C Y, Singh V P. Evaluation of three complementary relationship evapotranspiration models by water balance approach to estimate actual regional evapotranspiration in different climatic regions[J]. Journal of Hydrology, 2005,308(1):105-121.

Variation of Actual Evapotranspiration and Its Causes Analysis in the Upper Reaches of the Jinghe River Basin

DANG Suzhen1,2, JIANG Xiaohui1,2, DONG Guotao1,2, CHENG Chunxiao1,2, BAI Le1,2

(1.Yellow River Institute of Hydraulic Research, Yellow River Conservancy Commission,Zhengzhou450003,China; 2.KeyLaboratoryofSoilandWaterLossProcessandControlontheLoessPlateau,MWR,YellowRiverInstituteofHydraulicResearch,Zhengzhou450003,China)

Based on the runoff, precipitation and pan evaporation data from the upper reaches of the Jinghe River basin from 1973 to 2012, the complementary relationship of evapotranspiration was analyzed. The monthly actual evapotranspiration from 1966 to 2012 was calculated by the complementary relationship evapotranspiration model, the variation of actual evapotranspiration and its causes were analyzed. The results indicated that there existed an obvious complementary relationship of evapotranspiration in the study area. The average annual actual evapotranspiration in the upper reaches of the Jinghe River basin was 529.4 mm, and it had a downward trend at a rate of 4.64 mm/decade. All of the actual evapotranspiration in spring, summer and autumn presented the downward trend, and the decreasing trend of actual evapotranspiration in summer was significant at the level of 0.01. An upward trend was observed in the actual evapotranspiration in winter. Through the analysis of the correlation between actual evapotranspiration and meteorological factors and the changing trend of various meteorological factors, precipitation, sunshine hours and relative humidity have the effective effect on the actual evapotranspiration, while wind has the negative effect. The decrease of actual evapotranspiration is mainly due to the reduction in solar radiation caused by the decrease of sunshine hours and the reduction of the available water for evapotranspiration caused by the decrease of precipitation.

actual evapotranspiration; complementary relationship of evapotranspiration; Advection-Aridity model (AA model); the Jinghe River basin

2015-03-14

2015-04-17

國(guó)家自然科學(xué)基金項(xiàng)目(41301030，41301496，91325201)

黨素珍(1983—),女,河南靈寶人,工程師,博士,主要從事水文水資源方面研究。E-mail:dangsz_hky@163.com

P426.2

A

1005-3409(2016)02-0143-05